地方政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系研究
——“倒U”還是“凹性”

李 璐

(中國政法大學(xué) 政治與公共管理學(xué)院,北京 100088)

1 引 言

創(chuàng)新作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第一驅(qū)動力,在實(shí)現(xiàn)新時(shí)代經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展方面發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。因此如何提高區(qū)域創(chuàng)新水平一直是理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的熱門話題。諸多因素決定了區(qū)域的創(chuàng)新水平,例如法律制度、自然資源、人力資本以及社會資本等[1]。其中,政府作為區(qū)域創(chuàng)新的主導(dǎo)力量,在提升區(qū)域創(chuàng)新績效中扮演了重要角色。黨的十八大以來,我國進(jìn)一步推進(jìn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施,不斷加大對科技創(chuàng)新的政府支持力度[2-3]。習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào):“要堅(jiān)持創(chuàng)新在現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位,把創(chuàng)新作為一項(xiàng)國策,積極鼓勵(lì)支持創(chuàng)新?！痹谶@一背景下,研究政府支持對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響,對發(fā)揮政府經(jīng)濟(jì)建設(shè)職能,實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)貢獻(xiàn)[4-5]。

關(guān)于政府支持對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響,不同學(xué)者對此持不同觀點(diǎn)。部分學(xué)者認(rèn)為政府支持對企業(yè)創(chuàng)新投入會產(chǎn)生一定的擠入效應(yīng),能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活動的開展,從而提升區(qū)域創(chuàng)新績效[6]。Jaffe(1993)從創(chuàng)新環(huán)境建設(shè)角度,證明了政府在創(chuàng)新環(huán)境建設(shè)方面能起到主導(dǎo)作用,能夠促進(jìn)創(chuàng)新要素集聚,實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新活動的規(guī)模效應(yīng)[7]。Szczygielski(2017)從資金支持角度,論證了政府財(cái)政補(bǔ)貼對企業(yè)創(chuàng)新活動具有推動作用[8]。也有部分學(xué)者認(rèn)為政府支持對區(qū)域創(chuàng)新績效是無效的。David(2000)認(rèn)為,政府行為可能會造成激勵(lì)扭曲的產(chǎn)生,主要是指政府補(bǔ)貼創(chuàng)新主體的財(cái)政行為,進(jìn)而擠出創(chuàng)新主體在創(chuàng)新活動中的投入[9]。肖文和林高榜(2014)研究發(fā)現(xiàn),政府在對具有公共物品屬性的新產(chǎn)品研發(fā)上會產(chǎn)生委托代理問題,導(dǎo)致創(chuàng)新主體的創(chuàng)新產(chǎn)出不佳[10-11]。李政和楊思瑩(2018)也發(fā)現(xiàn),政府內(nèi)部的尋租腐敗行為會導(dǎo)致政府支持行為發(fā)生扭曲,不利于創(chuàng)新績效的提高[12]。隨著研究的不斷深入,部分學(xué)者認(rèn)為政府對區(qū)域創(chuàng)新績效存在有條件影響,呈倒U型的非線性關(guān)系,并且獲得了實(shí)證支持(毛其淋和許家云,2015;齊曉麗等,2020)[13-14]。

然而,雖然關(guān)于政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間非線性關(guān)系的研究早有學(xué)者提出,但是尚未出現(xiàn)一種解釋其內(nèi)在機(jī)制的理論。微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中存在邊際效應(yīng)遞減規(guī)律,即當(dāng)一種正向的動機(jī)產(chǎn)生后,會帶來相應(yīng)的積極效應(yīng),但隨著這一動機(jī)的不斷增長,積極效應(yīng)也將逐步下降,直到最后不再上升,甚至產(chǎn)生負(fù)效果。傳統(tǒng)的平方項(xiàng)識別方法可能導(dǎo)致將單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系判定為先升后降的倒U型關(guān)系,二者的區(qū)別在于邊際效應(yīng)是否為負(fù)值。因此政府支持程度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間僅僅是一種單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系還是先升后降的倒U型關(guān)系尚有待研究。基于此,本文利用2014—2020年中國31個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)了政府支持程度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn),政府支持程度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間存在倒U型關(guān)系。然而,絕大多數(shù)樣本均分布于對稱軸的左側(cè),這意味著這一倒U型關(guān)系極有可能是由于邊際效應(yīng)遞減帶來的凹性所導(dǎo)致的,政府支持程度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間可能是一種單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系,而未形成邊際效應(yīng)為負(fù)的倒U型關(guān)系;進(jìn)一步,門限回歸的結(jié)果表明,政府支持所帶來的邊際效應(yīng)并未達(dá)到負(fù)值,政府支持程度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系更可能是一種“凹性”,而不是“倒U”。

相較于以往的研究,本文的主要貢獻(xiàn)是:第一,在研究視角上,將微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中的邊際效應(yīng)遞減規(guī)律運(yùn)用到政府支持程度與區(qū)域創(chuàng)新績效非線性關(guān)系的研究,證明了目前我國地方政府科技支持力度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系更可能是一種“凹性”關(guān)系,而不是“倒U”型關(guān)系,這為此類研究提供了一個(gè)嶄新的視角,豐富了相關(guān)的理論和實(shí)證文獻(xiàn)。第二,在方法設(shè)計(jì)上,將傳統(tǒng)的平方項(xiàng)驗(yàn)證倒U型關(guān)系與門限回歸模型相結(jié)合,相對嚴(yán)謹(jǐn)準(zhǔn)確地論證了政府支持程度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系。

2 理論分析與研究假設(shè)

目前關(guān)于政府支持行為與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的關(guān)系,主要形成了兩種基本觀點(diǎn):一種觀點(diǎn)認(rèn)為政府支持能夠提高區(qū)域創(chuàng)新績效,即“政府支持有效論”;同時(shí)也存在相反的觀點(diǎn),認(rèn)為政府支持行為會降低區(qū)域創(chuàng)新績效或無顯著作用,即“政府支持無效論”。

2.1 政府支持有效論

從理論層面看,贊同“政府支持有效論”這一觀點(diǎn)的學(xué)者大多從凱恩斯主義經(jīng)濟(jì)學(xué)理論出發(fā)來進(jìn)行論證。凱恩斯主義相關(guān)理論認(rèn)為市場機(jī)制具有內(nèi)部缺陷,無法解決創(chuàng)新活動內(nèi)生的外部性問題。因此,區(qū)域創(chuàng)新績效需要政府的支持,政府需要承擔(dān)將創(chuàng)新活動外部性內(nèi)在化的責(zé)任,促使區(qū)域創(chuàng)新活動實(shí)現(xiàn)帕累托效應(yīng),減少市場失靈的影響。陳信元和黃俊(2006)從公共產(chǎn)品的外部性和集體行動的非理性角度論證了市場在創(chuàng)新資源配置中具有內(nèi)在缺陷,因此政府不能只起一個(gè)“守夜人”的作用,還要在創(chuàng)新領(lǐng)域積極地干預(yù)經(jīng)濟(jì)[15]。

從創(chuàng)新活動本身出發(fā),創(chuàng)新活動具有正外部性,容易出現(xiàn)“搭便車”現(xiàn)象,此外,還具有較高的不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)、高投入等特點(diǎn),這些問題是市場機(jī)制不能有效解決的,而且會對區(qū)域創(chuàng)新績效帶來負(fù)面影響。一方面,由于創(chuàng)新活動具有不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)性,這些都會打擊創(chuàng)新主體開展創(chuàng)新活動的積極性,進(jìn)而很難實(shí)現(xiàn)規(guī)模效應(yīng),不利于實(shí)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新績效的提升;另一方面,由于創(chuàng)新活動具有正外部性,會催生搭便車行為,導(dǎo)致區(qū)域整體創(chuàng)新資源達(dá)不到帕累托最優(yōu),也會抑制區(qū)域創(chuàng)新活動的規(guī)模和效率[2][16]。面對創(chuàng)新活動產(chǎn)生的正外部性,為彌補(bǔ)區(qū)域創(chuàng)新中的市場失靈,就需要政府提供一定的研發(fā)補(bǔ)貼,既可以緩解區(qū)域創(chuàng)新主體的內(nèi)源融資約束,又可以實(shí)現(xiàn)分散創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)的目標(biāo)[14]。

從微觀視角看,政府的資金支持對企業(yè)創(chuàng)新活動具有引領(lǐng)作用,政府的財(cái)政資金投入不僅對區(qū)域創(chuàng)新主體研發(fā)資金提供了有力支持,而且還有利于實(shí)現(xiàn)杠桿帶動效應(yīng),推動區(qū)域研發(fā)創(chuàng)新金融體系的建立和完善[17]。另外,政府對創(chuàng)新主體的財(cái)政補(bǔ)貼可以有效降低其創(chuàng)新研發(fā)成本,增強(qiáng)投資者對創(chuàng)新研發(fā)活動的投資信心,提高創(chuàng)新型企業(yè)對新產(chǎn)品的研發(fā)能力,開展具有突破性的創(chuàng)新活動。在這個(gè)過程中,還會對因地理鄰近具有區(qū)位優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)或者創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)鏈上相關(guān)的其他企業(yè)產(chǎn)生知識或技術(shù)溢出效應(yīng),實(shí)現(xiàn)區(qū)域整體創(chuàng)新績效的提升[18-19]。

此外,還有學(xué)者從創(chuàng)新活動對地方政府行為具有反作用的角度進(jìn)行研究,政府支持與創(chuàng)新活動之間有正向互動關(guān)系。段國蕊和臧旭恒(2013)研究發(fā)現(xiàn),地方政府出臺的多種形式的優(yōu)惠政策可以為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展吸引更多的優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新企業(yè),提升區(qū)域創(chuàng)新績效[20-21]。

2.2 政府支持無效論

支持“政府支持無效論”的學(xué)者多借助委托—代理關(guān)系理論、信息不對稱理論、擠出效應(yīng)理論、政府尋租腐敗行為等來說明這一觀點(diǎn)。

委托—代理關(guān)系理論認(rèn)為,由于中央政府在研發(fā)投入的公共物品上會賦予下級政府官員的代理人角色,導(dǎo)致權(quán)責(zé)利三者分離,不利于研發(fā)活動的獨(dú)立完整性的實(shí)現(xiàn)。并且對下級政府對區(qū)域創(chuàng)新主體的財(cái)政支持行為缺乏有效的監(jiān)督管理,存在權(quán)力被濫用的風(fēng)險(xiǎn)。因此,事實(shí)上,政府支持行為對區(qū)域創(chuàng)新的效果并不理想,難以帶動區(qū)域創(chuàng)新績效的提升。

從信息不對稱理論來看,創(chuàng)新主體對政府補(bǔ)貼總是持積極爭取的態(tài)度,因此,企業(yè)會釋放自己積極創(chuàng)新的信號以獲得政府的財(cái)政補(bǔ)貼。但由于市場中天然的信息不對稱性,這為擁有信息方的投機(jī)行為創(chuàng)造了條件。因此,政府在篩選合適的補(bǔ)貼企業(yè)時(shí)存在困難,挑選合適的資助企業(yè)提高了政府的支持成本,降低了政府支持創(chuàng)新行為的效率,而且難以形成有效的規(guī)模效應(yīng),對區(qū)域整體創(chuàng)新績效無法起到促進(jìn)作用。

擠出效應(yīng)理論指出,激勵(lì)扭曲現(xiàn)象的存在使得政府對創(chuàng)新活動財(cái)政支出增加,從而降低了創(chuàng)新主體自身的投入。這是因?yàn)榧?lì)扭曲現(xiàn)象的存在,即政府支持的某一創(chuàng)新領(lǐng)域會給創(chuàng)新主體產(chǎn)生示范效應(yīng),激勵(lì)創(chuàng)新主體參與屬于政府支持領(lǐng)域內(nèi)的活動,擠出對其他政府未支持領(lǐng)域內(nèi)的創(chuàng)新投入,不利于多元?jiǎng)?chuàng)新的產(chǎn)生,也弱化了政府支持行為對區(qū)域創(chuàng)新效果的提升[22]。

從政府尋租視角看,創(chuàng)新產(chǎn)品具有一定的公共性特征。私人企業(yè)參與公共物品供應(yīng),可能因?yàn)榕c政府官員的串謀行為,加大了公共治理的成本并導(dǎo)致腐敗。政府支持區(qū)域創(chuàng)新活動的基本途徑就是政府財(cái)政支出。然而,在我國,政府支持創(chuàng)新行為受到官僚腐敗行為影響后會發(fā)生異化,通過非法途徑獲得政府支持的行為會抑制區(qū)域創(chuàng)新活動的進(jìn)行。

2.3 政府支持悖論

通過上述分析可見,市場機(jī)制的固有缺陷和創(chuàng)新活動內(nèi)在特點(diǎn)都要求政府在創(chuàng)新活動中發(fā)揮支持作用[23]。然而,相關(guān)研究發(fā)現(xiàn),政府支持創(chuàng)新活動并未實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新效率的顯著提升,甚至帶來了創(chuàng)新效率的缺失,即“政府支持悖論”[2]。學(xué)界對這一悖論也頗為關(guān)注,對政府支持與創(chuàng)新活動間的非線性關(guān)系進(jìn)行了相關(guān)研究。一方面,對政府支持的不同主體的創(chuàng)新活動進(jìn)行了研究,得出了政府支持對企業(yè)類創(chuàng)新主體的創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用更顯著,而對科研機(jī)構(gòu)等組織的創(chuàng)新效率促進(jìn)甚微這一結(jié)論。另一方面,學(xué)者還重點(diǎn)關(guān)注了財(cái)政分權(quán)和尋租腐敗等因素在政府支持與區(qū)域創(chuàng)新效率之間的中介影響。李政和楊思瑩(2018)通過對2003—2015年省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),介于2%—4%這一區(qū)間時(shí),政府支持對區(qū)域創(chuàng)新效率的提升效果最強(qiáng)且在1%水平下顯著[2]。

邊際效應(yīng)遞減規(guī)律指出,當(dāng)一種正向的動機(jī)產(chǎn)生后,會帶來相應(yīng)的積極效應(yīng),但隨著這一動機(jī)的不斷增長,積極效應(yīng)也將逐步下降,直到最后不再上升,甚至產(chǎn)生負(fù)的效果。目前國內(nèi)大多數(shù)研究結(jié)果均表明,政府支持對于區(qū)域創(chuàng)新績效是一個(gè)正向動因。然而,根據(jù)邊際效應(yīng)遞減規(guī)律,隨著政府支持力度的加大,對區(qū)域創(chuàng)新績效的提升效果越來越弱?；谝陨戏治?本文提出以下研究假說:

假說1:整體來看,政府支持對區(qū)域創(chuàng)新績效具有正向作用。

假說2a:政府支持程度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間存在非線性關(guān)系,隨著政府支持程度的上升,對區(qū)域創(chuàng)新績效的邊際效應(yīng)越來越弱,最終變?yōu)樨?fù)值,二者之間呈現(xiàn)出一種先升后降的倒U型關(guān)系。

假說2b:政府支持程度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間存在非線性關(guān)系,隨著政府支持程度的上升,對區(qū)域創(chuàng)新績效的邊際效應(yīng)越來越弱,但尚未變?yōu)樨?fù)值,二者之間呈現(xiàn)出一種單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系。

3 數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文采用我國31個(gè)省區(qū)市(包括22個(gè)省、5個(gè)自治區(qū)、4個(gè)直轄市)2014—2020年的地區(qū)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。在變量選取方面,對于被解釋變量,采用國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)來衡量區(qū)域創(chuàng)新績效;對于解釋變量,采用地方財(cái)政支出中的科學(xué)技術(shù)支出占比來衡量地方政府的科技支持力度;對于控制變量,參考盧勝峰和劉潘(2015)[24]、李政和楊思瑩(2018)[2]、齊曉麗等(2021)[25]等的研究,選取人力資本、開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施水平和金融發(fā)展水平作為控制變量,具體的變量定義見表1。本文所用數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表1 主要變量定義

續(xù)表1 主要變量定義

3.2 研究設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的線性關(guān)系,構(gòu)建實(shí)證模型如下:

RIPit=α0+α1Govit+ΘXit+δt+εit

(1)

其中RIP反映區(qū)域創(chuàng)新績效,以國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)衡量;Gov表示政府支持,用科學(xué)技術(shù)支出占比衡量;X表示其他控制變量,包含了上文所提到的所有控制變量,δt表示年份固定效應(yīng)。i代表省份,t代表年份,ε代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為了驗(yàn)證政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系,構(gòu)建實(shí)證模型如下:

(2)

模型(2)與模型(1)唯一的不同在于模型增加了科技支出占比的平方項(xiàng),以驗(yàn)證科技支出占比與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系,其余變量含義完全相同。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間是先升后降的倒U型關(guān)系還是單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系,本文采用了如下的單一門限和雙重門限回歸模型:

RIPit=α0+α1Govit·I(Govit<γ1)+α2Govit·I(Govit≥γ1)+ΘXit+δt+εit

(3)

RIPit=α0+α1Govit·I(Govit<γ1)+α2Govit·I(γ1≤Govit<γ2)+I(Govit≥γ2)+ΘXit+δt+εit

(4)

4 實(shí)證結(jié)果

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2展現(xiàn)了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。通過觀察地方政府的科學(xué)技術(shù)支出占比的數(shù)值,可以看出它的標(biāo)準(zhǔn)差、最大值與最小值差距均較大,表明各地區(qū)的政府支持力度差異也較大。對于衡量區(qū)域創(chuàng)新績效的指標(biāo)國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)而言,可以看出區(qū)域創(chuàng)新績效的平均水平較高,但是最大值與最小值的差距均較大,這表明不同地區(qū)的創(chuàng)新績效差異較大。此外,解釋變量和控制變量的均值均大于中位數(shù),表明主要變量大都服從右偏分布。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

4.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3報(bào)告了地方政府科學(xué)技術(shù)支出占比對國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)的回歸結(jié)果。實(shí)證結(jié)果表明,整體來看,政府支出對區(qū)域創(chuàng)新績效起到了顯著的正向作用,并且這一結(jié)果在控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)因素以及年份固定效應(yīng)后仍然保持穩(wěn)健。具體的,第(1)列為國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)與地方政府科學(xué)技術(shù)支出占比的單變量回歸結(jié)果;第(2)列中加入了人力資本、開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為控制變量;第(3)列在第(2)列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入了當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平和金融發(fā)展水平作為控制變量;第(4)列在第(3)列的基礎(chǔ)上又控制了年份固定效應(yīng),科學(xué)技術(shù)支出占比的系數(shù)為0.5180,并且在1%水平下顯著,這意味著政府科技支出占比每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差(1.51),國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)增長約0.78%(0.5180*1.51%)。由于部分樣本的基礎(chǔ)設(shè)施水平和金融發(fā)展水平數(shù)據(jù)有所缺失,故而第(3)列和第(4)列的樣本量少于第(1)列和第(2)列。

進(jìn)一步,在表3的基礎(chǔ)上添加了政府科技支出占比的平方項(xiàng),以檢驗(yàn)政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系,這也是以往文獻(xiàn)中識別非線性關(guān)系的常見做法。表4的回歸結(jié)果顯示,科技支出占比的一次項(xiàng)系數(shù)在1%水平下顯著為正,二次項(xiàng)系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù),表明地方政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間存在先升后降的“倒U型”關(guān)系,即當(dāng)科技支出占比較小時(shí),科技支出占比對區(qū)域創(chuàng)新績效起到了正向的作用,當(dāng)超過一定的閾值以后,科技支出占比開始對創(chuàng)新績效起負(fù)向作用。然而,根據(jù)第(4)列的回歸結(jié)果可以得出,這一閾值約為5.74(1.0226/(2*0.089))。而經(jīng)統(tǒng)計(jì),科技支出占比超過5.74%的樣本占比約為2.3%。這意味著政府的科技支出占比絕大多數(shù)分布于倒U型曲線對稱軸的左側(cè),只有極少數(shù)的樣本分布于對稱軸右側(cè),很難對結(jié)果產(chǎn)生影響。此外,通過對比表3和表4第(4)列的R2以及調(diào)整R2可以發(fā)現(xiàn),在加入科學(xué)技術(shù)支出占比的二次項(xiàng)之后,R2以及調(diào)整R2的變化很小,僅有0.01和0.009,表明科學(xué)技術(shù)支出占比二次項(xiàng)系數(shù)的加入對整個(gè)模型的解釋力并無太大影響。因此,整體來看政府支出對區(qū)域創(chuàng)新績效起到了正向作用,倒U型曲線形成的原因可能是因?yàn)檎С鰧^(qū)域創(chuàng)新績效所起到的促進(jìn)作用滿足邊際效應(yīng)遞減規(guī)律,是一種單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系,而非超過一定閾值后存在負(fù)向作用。

表3 國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)與科技支出占比之間的線性關(guān)系

表4 國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)與科技支出占比之間的非線性關(guān)系

續(xù)表4 國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)與科技支出占比之間的非線性關(guān)系

4.3 門限回歸結(jié)果

為了進(jìn)一步驗(yàn)證政府支出與區(qū)域創(chuàng)新績效之間是先升后降的倒U型關(guān)系還是單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系,本文采用了門限回歸模型。表5和表6分別展示了單一門限和雙重門限的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,在單一門限模型中,存在單一門限,科技支出占比在不同區(qū)域內(nèi)對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響程度存在明顯差異,但整體而言均為正向作用。在雙重門限模型中,存在兩個(gè)門限值,使得科技支出占比對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響在三個(gè)區(qū)域內(nèi)存在顯著差異,在區(qū)域1和區(qū)域2內(nèi)(根據(jù)門限回歸模型估計(jì)的門限值進(jìn)行劃分),政府科技支出對區(qū)域創(chuàng)新績效起到了顯著的正向作用,在區(qū)域3內(nèi)產(chǎn)生了負(fù)向作用,但在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上并不顯著。綜合來看,并沒有證據(jù)表明政府支持對區(qū)域創(chuàng)新績效的邊際效應(yīng)已經(jīng)達(dá)到負(fù)值,政府支持力度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間是單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系,而不是先升后降的倒U型關(guān)系。這一研究結(jié)論也表明,目前我國地方政府的科技支持力度尚維持在一個(gè)合理范圍內(nèi)。

表5 單一門限回歸

表6 雙重門限回歸

5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證上述結(jié)論的可靠性,本文做了如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

5.1 替換被解釋變量

首先,本文采用地區(qū)的新產(chǎn)品銷售收入作為區(qū)域創(chuàng)新績效的衡量指標(biāo),數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。表7報(bào)告了新產(chǎn)品銷售收入對科技支出占比的回歸結(jié)果。第(1)列和第(2)列探討了新產(chǎn)品銷售收入與科技支出占比之間的線性關(guān)系,結(jié)果顯示科技支出占比對新產(chǎn)品銷售收入起到顯著的正向作用,與前文結(jié)論保持一致。第(3)列和第(4)列探討了新產(chǎn)品銷售收入與科技支出占比之間的非線性關(guān)系,科技支出占比的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正,二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù),計(jì)算得出對稱軸為5.935,超過這一閾值的樣本占比約為1.4%,相比于基準(zhǔn)回歸結(jié)果,這一比例更小。同時(shí),表8和表9的單一門限及雙重門限回歸結(jié)果也與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致,進(jìn)一步證明了本文結(jié)論的可靠性。

表7 新產(chǎn)品銷售收入與科技支出占比

表8 單一門限回歸

表9 雙重門限回歸

5.2 控制區(qū)域固定效應(yīng)

此外,由于不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)政策可能存在差異,有可能對本文的結(jié)果產(chǎn)生影響,因此本文還控制了區(qū)域固定效應(yīng)?；诮?jīng)濟(jì)政策將中國劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū),并且在回歸中控制了區(qū)域固定效應(yīng),回歸結(jié)果如表10所示。通過第(4)列的回歸結(jié)果可以計(jì)算出對稱軸約為6.00,超過這一閾值的樣本比例為1.4%,與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致。同時(shí),在控制區(qū)域固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上,本文也做了單一門限和雙重門限的門限回歸模型,結(jié)果如表11和表12所示。單一門限和雙重門限模型均表明,政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間不存在先升后降的倒U型關(guān)系,而是單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系,進(jìn)一步證實(shí)了本文結(jié)論的可靠性。

表11 單一門限回歸

表12 雙重門限回歸

6 進(jìn)一步分析

為進(jìn)一步探究科技支出占比對不同水平創(chuàng)新績效的影響,本文分別對創(chuàng)新績效的10分位數(shù)、25分位數(shù)、中位數(shù)、75分位數(shù)以及90分位數(shù)做了分位數(shù)回歸,回歸結(jié)果如表13所示。根據(jù)分位數(shù)回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),科技支出占比對不同水平創(chuàng)新績效的影響存在中間強(qiáng)、兩端弱的現(xiàn)象,即相比于創(chuàng)新績效較高的區(qū)域和創(chuàng)新績效較低的區(qū)域,科技支出對中等水平創(chuàng)新績效的影響更強(qiáng)。圖1展示了科學(xué)技術(shù)支出占比的分位數(shù)回歸系數(shù),值得注意的是,雖然科學(xué)技術(shù)支出占比的系數(shù)在不同分位數(shù)水平下可能在統(tǒng)計(jì)上并無顯著差異,但由于區(qū)域內(nèi)的專利授權(quán)基數(shù)較大,這一結(jié)果同樣具有經(jīng)濟(jì)意義。具體的,科學(xué)技術(shù)支出占比每增加1%,創(chuàng)新績效處于中位數(shù)水平區(qū)域的專利數(shù)量比處于10分位數(shù)水平的區(qū)域約增加375件(34074.34*0.011),比處于90分位數(shù)水平的區(qū)域約增加2624件(34074.34*0.077)。

表13 不同水平區(qū)域創(chuàng)新績效下的分位數(shù)回歸

圖1 地方政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效的分位數(shù)回歸

7 研究結(jié)論

關(guān)于政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的非線性關(guān)系的研究,以往文獻(xiàn)所得出的結(jié)論往往是倒U型曲線,這一結(jié)果極可能是由邊際效應(yīng)遞減所產(chǎn)生的凹性導(dǎo)致的。本文基于中國31個(gè)省區(qū)市2014—2020年的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),政府支持與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的倒U型關(guān)系更可能是由邊際效應(yīng)遞減產(chǎn)生的凹性所導(dǎo)致的,絕大多數(shù)省份的政府支持力度分布于倒U型曲線對稱軸的左側(cè),僅有約2%的樣本分布于對稱軸的右側(cè)。這一結(jié)論說明較高的政府支持力度未必會導(dǎo)致區(qū)域創(chuàng)新績效的下降,即政府支持力度與區(qū)域創(chuàng)新績效之間可能并不存在一個(gè)閾值,二者之間僅僅是一種單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系。單一門限和雙重門限的回歸結(jié)果也支持了這一結(jié)論。并且本文的結(jié)論在更換被解釋變量、控制區(qū)域固定效應(yīng)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然保持穩(wěn)健。此外,分位數(shù)回歸的結(jié)果顯示,政府的支持力度對不同區(qū)域創(chuàng)新績效產(chǎn)生不同的影響,對中等經(jīng)濟(jì)水平的區(qū)域創(chuàng)新績效的影響更強(qiáng)。

基于以上研究結(jié)論,本文提出如下政策建議:第一,加大地方政府對科技發(fā)展的財(cái)政支持力度。本文的研究結(jié)論表明,目前我國地方政府支出可以顯著提升區(qū)域創(chuàng)新績效,并且不存在“倒U型”的影響,更可能的是邊際效應(yīng)遞減所產(chǎn)生的“凹性”,是一種單調(diào)的凹函數(shù)關(guān)系。這一結(jié)論也肯定了政府支持行為在提高區(qū)域創(chuàng)新績效方面的作用。第二,要高效合理地發(fā)揮政府的支持作用,不斷地改進(jìn)政府的支持行為,優(yōu)化區(qū)域創(chuàng)新的產(chǎn)出結(jié)構(gòu),減輕邊際效應(yīng)遞減所帶來的“凹性”,提高政府支持對區(qū)域創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用。